Đang tải... (xem toàn văn)
CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU CHUNG. 1.1. Tính cấp thiết của đề tài Hệ thống NHTM đóng vai trò rất quan trọng đối với mỗi nền kinh tế, góp phần thu hút vốn và cung ứng các khoản tín dụng. Hoạt động kinh doanh của NHTM phải luôn đảm bảo tính ổn định, an toàn và sinh lợi. Cùng với thị trƣờng vốn thông qua thị trƣờng chứng khoán, thị trƣờng tiền tệ thông qua các ngân hàng là nơi cung cấp vốn cho nền kinh tế. Với hoạt động đứng ra huy động các nguồn vốn tạm thời nhàn rỗi ở mọi tổ chức, cá nhân, mọi thành phần kinh tế (vốn tạm thời nhàn rỗi đƣợc giải phóng từ quá trình sản xuất, từ nguồn tiết kiệm của dân cƣ…) thông qua nghiệp vụ tín dụng, ngân hàng thƣơng mại đã cung cấp vốn cho nền kinh tế, đáp ứng đầy đủ kịp thời cho quá trình tái sản xuất. Chính nhờ hoạt động của các ngân hàng thƣơng mại, đặc biệt là hoạt động tín dụng, các doanh nghiệp có điều kiện cải thiện hoạt động kinh doanh của mình, góp phần nâng cao hiệu quả của cả nền kinh tế. Vì vậy, chúng ta có thể khẳng định chủ thể chính đáp ứng nhu cầu vốn cho hoạt động sản xuất kinh doanh chính là ngân hàng thƣơng mại. Ngoài ra, NHTM là công cụ để Nhà nƣớc điều tiết vĩ mô nền kinh tế. Trong sự vận hành của nền kinh tế thị trƣờng, hoạt động của ngân hàng thƣơng mại nếu có hiệu quả sẽ thực sự trở thành công cụ hữu hiệu để Nhà nƣớc điều tiết vĩ mô nền kinh tế. Thông qua hoạt động tín dụng và thanh toán giữa các ngân hàng thƣơng mại trong hệ thống, các ngân hàng thƣơng mại đã góp phần mở rộng hay thu hẹp lƣợng tiền trong lƣu thông. Hơn nữa, bằng việc cấp các khoản tín dụng cho nền kinh tế, ngân hàng thƣơng mại thực hiện việc dắt dẫn các luồng tiền, tập hợp, phân chia vốn của thị trƣờng điều khiển chúng một cách có hiệu quả. Vì vậy, ổn định hệ thống NHTM đóng vai trò quan trọng trong đối với hệ thống tài chính Việt Nam. Kể từ sau cuộc khủng hoảng tài chính thế giới 2008- 2009, đã có nhiều chuyên gia quan tâm nghiên cứu bất ổn tài chính có thể dẫn đến nguy cơ phá sản trên nhiều lĩnh vực nhƣ Altman (1968), Altman & ctg (1977), Zavgren (1985). Riêng trong lĩnh vực ngân hàng có các nghiên cứu của Boyd & Graham (1986), De Nicolo (2000), Hesse & Cihak (2007), Soedarmono & ctg (2011), Rahman & ctg (2012), Fu & ctg (2014), Chiaramonte & ctg (2015), Strobel (2015). Các nghiên cứu này tìm thấy tác động của nhiều yếu tố đến sự ổn định tài chính của các NHTM. Tuy nhiên, một vấn đề đang đƣợc tranh luận là tác động của vốn chủ sở hữu và rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của các NHTM. Về mặt lý thuyết, vốn chủ sở hữu đóng vai trò quan trọng đối với một ngân hàng. Vốn chủ sở hữu không chỉ tài trợ cho các khoản đầu tƣ của ngân hàng mà còn giúp các ngân hàng chủ động trong hoạt động kinh doanh, gia tăng năng lực canh tranh và đảm bảo uy tín của ngân hàng. Bên cạnh đó, lý thuyết cũng cho thấy rủi ro tín dụng xảy ra sẽ ảnh hƣởng ngay đến thu nhập của các NHTM. Từ đó, ảnh hƣởng đến hoạt động kinh doanh của các NHTM, tạo nên sự bất ổn định. Một số nghiên cứu của Furlong và Keeley (1989), Keeley (1990), Van và Roy (2003), Jacob Oduor và cộng sự (2017) cho thấy rằng vốn chủ sở hữu giúp giảm thiểu rủi ro và gia tăng sự ổn định tài chính của các ngân hàng. Mặt khác, các nghiên cứu thực nghiệm cũng cho thấy rủi ro tín dụng mà các ngân hàng gặp phải với các khoản vay đã dẫn đến tình trạng mất thanh khoản của ngân hàng và đẩy ngân hàng đến tình trạng phá sản. Kết quả này cũng đƣợc ủng hộ bởi nghiên cứu gần đây của Björn Imbierowicz và Christian Rauch (2013). Tại Việt Nam, kể từ sau khủng hoảng 2008 - 2009, các ngân hàng Việt Nam đang dần hồi phục nhờ những nỗ lực tích cực trong xử lý nợ xấu của từng ngân hàng nói riêng và Chính phủ nói chung. Nhìn lại những bất ổn của các ngân hàng Việt Nam trong thời gian qua có thể thấy vốn chủ sở hữu và rủi ro tín dụng đóng một vai trò quan trọng. Do đó, có thể nói trong bối cảnh Việt Nam hiện nay việc xem xét tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng là cần thiết, đặc biệt trong giai đoạn khủng hoảng vừa qua. Bởi vì, việc xác định mức độ và chiều hƣớng tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng sẽ giúp cho việc xây dựng các chính sách quản trị ngân hàng phù hợp và bền vững. Xuất phát từ lý do trên, đề tài “Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thƣơng mại Việt Nam” là cần thiết.
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƢỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH MAI BÌNH DƢƠNG TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU, RỦI RO TÍN DỤNG ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2018 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU CHUNG 1.1 Tính cấp thiết đề tài Hệ thống NHTM đóng vai trị quan trọng kinh tế, góp phần thu hút vốn cung ứng khoản tín dụng Hoạt động kinh doanh NHTM phải đảm bảo tính ổn định, an tồn sinh lợi Cùng với thị trƣờng vốn thơng qua thị trƣờng chứng khốn, thị trƣờng tiền tệ thông qua ngân hàng nơi cung cấp vốn cho kinh tế Với hoạt động đứng huy động nguồn vốn tạm thời nhàn rỗi tổ chức, cá nhân, thành phần kinh tế (vốn tạm thời nhàn rỗi đƣợc giải phóng từ q trình sản xuất, từ nguồn tiết kiệm dân cƣ…) thơng qua nghiệp vụ tín dụng, ngân hàng thƣơng mại cung cấp vốn cho kinh tế, đáp ứng đầy đủ kịp thời cho trình tái sản xuất Chính nhờ hoạt động ngân hàng thƣơng mại, đặc biệt hoạt động tín dụng, doanh nghiệp có điều kiện cải thiện hoạt động kinh doanh mình, góp phần nâng cao hiệu kinh tế Vì vậy, khẳng định chủ thể đáp ứng nhu cầu vốn cho hoạt động sản xuất kinh doanh ngân hàng thƣơng mại Ngồi ra, NHTM cơng cụ để Nhà nƣớc điều tiết vĩ mô kinh tế Trong vận hành kinh tế thị trƣờng, hoạt động ngân hàng thƣơng mại có hiệu thực trở thành công cụ hữu hiệu để Nhà nƣớc điều tiết vĩ mô kinh tế Thơng qua hoạt động tín dụng tốn ngân hàng thƣơng mại hệ thống, ngân hàng thƣơng mại góp phần mở rộng hay thu hẹp lƣợng tiền lƣu thông Hơn nữa, việc cấp khoản tín dụng cho kinh tế, ngân hàng thƣơng mại thực việc dắt dẫn luồng tiền, tập hợp, phân chia vốn thị trƣờng điều khiển chúng cách có hiệu Vì vậy, ổn định hệ thống NHTM đóng vai trị quan trọng hệ thống tài Việt Nam Kể từ sau khủng hoảng tài giới 2008- 2009, có nhiều chuyên gia quan tâm nghiên cứu bất ổn tài dẫn đến nguy phá sản nhiều lĩnh vực nhƣ Altman (1968), Altman & ctg (1977), Zavgren (1985) Riêng lĩnh vực ngân hàng có nghiên cứu Boyd & Graham (1986), De Nicolo (2000), Hesse & Cihak (2007), Soedarmono & ctg (2011), Rahman & ctg (2012), Fu & ctg (2014), Chiaramonte & ctg (2015), Strobel (2015) Các nghiên cứu tìm thấy tác động nhiều yếu tố đến ổn định tài NHTM Tuy nhiên, vấn đề đƣợc tranh luận tác động vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Về mặt lý thuyết, vốn chủ sở hữu đóng vai trị quan trọng ngân hàng Vốn chủ sở hữu không tài trợ cho khoản đầu tƣ ngân hàng mà giúp ngân hàng chủ động hoạt động kinh doanh, gia tăng lực canh tranh đảm bảo uy tín ngân hàng Bên cạnh đó, lý thuyết cho thấy rủi ro tín dụng xảy ảnh hƣởng đến thu nhập NHTM Từ đó, ảnh hƣởng đến hoạt động kinh doanh NHTM, tạo nên bất ổn định Một số nghiên cứu Furlong Keeley (1989), Keeley (1990), Van Roy (2003), Jacob Oduor cộng (2017) cho thấy vốn chủ sở hữu giúp giảm thiểu rủi ro gia tăng ổn định tài ngân hàng Mặt khác, nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rủi ro tín dụng mà ngân hàng gặp phải với khoản vay dẫn đến tình trạng khoản ngân hàng đẩy ngân hàng đến tình trạng phá sản Kết đƣợc ủng hộ nghiên cứu gần Björn Imbierowicz Christian Rauch (2013) Tại Việt Nam, kể từ sau khủng hoảng 2008 - 2009, ngân hàng Việt Nam dần hồi phục nhờ nỗ lực tích cực xử lý nợ xấu ngân hàng nói riêng Chính phủ nói chung Nhìn lại bất ổn ngân hàng Việt Nam thời gian qua thấy vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đóng vai trị quan trọng Do đó, nói bối cảnh Việt Nam việc xem xét tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng cần thiết, đặc biệt giai đoạn khủng hoảng vừa qua Bởi vì, việc xác định mức độ chiều hƣớng tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng giúp cho việc xây dựng sách quản trị ngân hàng phù hợp bền vững Xuất phát từ lý trên, đề tài “Tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam” cần thiết 1.2 Khe hở nghiên cứu Một số nghiên cứu đƣa chứng tác động vốn chủ sở hữu đến ổn định tài ngân hang thƣơng mại Điển hình nhƣ, Aggrawal Jacques (2001) thực nghiên cứu với mẫu ngân hàng Mỹ cho thấy việc gia tăng vốn chủ sở hữu giúp ngân hàng ổn định Tƣơng tự nghiên cứu Aggrawal Jacques (2001), Godlewski (2004) nghiên cứu rủi ro bất ổn tài NHTM ba khu vực: Trung Đông, Đông Nam Á, Nam Mỹ Kết nghiên cứu Godlewski (2004) cho thấy việc gia tăng vốn chủ sở hữu làm giảm thiểu rủi ro bất ổn ngân hàng Tuy nhiên, Rime (2001) lại cho khơng có mối quan hệ ổn định vốn ngân hàng Trái với kết trên, nghiên cứu Hakenes Schnabel (2010) cho thấy tác động tiêu cực việc gia tăng vốn đến ổn định tài ngân hàng Tác giả lý giải việc gia tăng vốn làm giảm khả cạnh tranh ngân hàng Việc gia tăng nắm giữ vốn làm giảm khoản tín dụng cung cấp thị trƣờng, điều làm gia tăng lãi suất cho vay dẫn đến gia tăng gánh nặng nợ ngƣời vay Kết ngân hàng gặp nhiều rủi ro với khoản cấp tín dụng gây tác động tiêu cực đến ổn định tài ngân hàng Các nghiên cứu tác động rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại tƣơng đối Đầu tiên phải kể đến nghiên cứu Beck & ctg (2009) sử dụng phƣơng pháp đo lƣờng khác số Z-score, NPLscore (Non-performing loans) PD-score (probability of distress) đồng thời đánh giá độ bất ổn tài ngân hàng Đức giai đoạn 1995-2007 Tiếp theo, nghiên cứu Consuelo Silva Buston (2012) quản trị rủi ro ổn định tài ngân hàng đƣợc thực với mẫu ngân hàng Mỹ giai đoạn 2005 đến 2010 Bằng phƣơng pháp hồi quy sai số chuẩn mạnh với liệu bảng, kết nghiên cứu cho thấy rủi ro tín dụng gia tăng kéo theo bất ổn định ngân hàng Mỹ Đồng thời, kết nghiên cứu cho thấy biện pháp quản trị rủi ro tốt giúp hạn chế khả phá sản ngân hàng, chí suốt giai đoạn khủng hoảng 2007 – 2009 Dựa kết trình khảo sát nghiên cứu thực nghiệm đƣợc trình bày, nghiên cứu kỳ vọng lấp đầy số khoảng trống nghiên cứu sau: Thứ nhất, dựa sở nghiên cứu trƣớc cho thấy nghiên cứu quan tâm tới vấn đề tác động vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Tuy nhiên nghiên cứu theo hai hƣớng khác nhau: hƣớng thứ nghiên cứu tác động vốn chủ sở hữu đến ổn định tài NHTM nhƣ: Jacob Oduor cộng (2017), Aggrawal Jacques (2001); Rime (2001); Godlewski (2004); Hakenes Schnabel (2010); Abba cộng (2013); Vũ Thị Hồng (2015); Lê Thanh Ngọc cộng (2015) hƣớng thứ hai nghiên cứu tác động rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Björn Imbierowicz Christian Rauch (2013); Beck & ctg (2009); Consuelo Silva Buston (2012) Các nghiên cứu thực nghiệm nƣớc nhằm đo lƣờng mức độ tác động vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam hạn chế Thứ hai, lý thuyết nghiên cứu tác động vốn chủ sở hữu tới đến ổn định tài ngân hàng cho thấy nhiều mâu thuẫn Hƣớng thứ nhất, lý thuyết gia tăng vốn chủ sở hữu làm giảm lợi nhuận từ giảm ổn định tài ngân hàng Quan điểm bắt nguồn từ tranh luận xung quanh lý thuyết cấu trúc vốn Modigliani Miller (1958) Modigliani Miller (1958) cho cấu trúc vốn khơng có ảnh hƣởng đến giá trị doanh nghiệp Hƣớng thứ hai, vốn chủ sở hữu cao giúp ngân hàng có lựa chọn tốt hoạt động kinh doanh đồng thời kiểm soát tốt hoạt động tín dụng từ gia tăng ổn định tài ngân hàng (Jensen Meckling, 1976) Các lý thuyết cho thấy, chiều hƣớng tác động vốn chủ sở hữu đến ổn định tài ngân hàng theo giai đoạn thời gian, có khả tồn tác động tỷ lệ vốn chủ sở hữu đến ổn định tài NHTM Việt Nam tác động phi tuyến có hình chữ U ngƣợc Điều ngụ ý việc gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu giúp làm gia tăng ổn định tài NHTM Việt Nam nhƣng đến mức tỷ lệ định Nếu tỷ lệ vốn chủ sở vƣợt qua mức việc gia tăng vốn chủ sở hữu lại làm giảm ổn định tài NHTM Việt Nam hiệu hoạt động kinh doanh giảm sút Tỷ lệ vốn chủ sở hữu điểm đảo chiều ổn định tài NHTM Việt Nam tỷ lệ vốn chủ sở hữu tối ƣu, mà mức tỷ lệ ổn định tài NHTM Việt Nam cao Cần nghiên cứu chứng minh tồn tác động phi tuyến tìm ngƣỡng vốn chủ sở hữu tối ƣu giúp làm tăng ổn định tài NHTM Việt Nam Thứ ba, bối cảnh khủng hoảng tài tồn cầu diễn vào năm 2008 2009 làm kinh tế quốc gia bị suy giảm mạnh Tại Việt Nam, khủng hoảng kinh tế giới ảnh hƣởng khơng nhỏ: thị trƣờng chứng khốn, nhà đầu tƣ nƣớc ngồi có khả thu hồi vốn bán chứng khốn Do đó, ảnh hƣởng tiêu cực đến dự trữ ngoại hối giá thị trƣờng chứng khoán Xuất suy giảm, điều vừa ảnh hƣởng đến cán cân toán quốc tế, thâm hụt thƣơng mại; vừa làm tăng lao động việc, tác động tiêu cực đến thị trƣờng sức lao động; thị trƣờng bất động sản có xu hƣớng đình trệ đình trệ thị trƣờng tác động tiêu cực đến thị trƣờng khác Một số ngân hàng khả khoản, rút lại tín dụng dẫn đến doanh nghiệp khó tiếp cận thị trƣờng vốn; lãi suất tăng, tăng chi phí vốn, ảnh hƣởng đến hoạt động kinh doanh (Đinh Sơn Hùng, 2010) Các nghiên cứu thực nghiệm Consuelo Silva Buston (2012); Jacob Oduor cộng (2017) cho thấy dƣới ảnh hƣởng khủng hoảng kinh tế làm thay đổi tác động tỷ lệ vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng Tuy nhiên nghiên cứu nƣớc, chƣa có nghiên cứu so sánh thay đổi tác động tỷ lệ vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam sau thời kỳ khủng hoảng tài toàn cầu diễn vào giai đoạn 2008 – 2009 1.3 Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu có mục tiêu tổng quát đánh giá tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam, sở kết nghiên cứu nhằm đề xuất giải pháp, kiến nghị giúp gia tăng ổn định tài NHTM Việt Nam Ngồi ra, với kỳ vọng lấp đầy khe hở nghiên cứu Việt Nam, nghiên cứu tiến hành: (i) kiểm tra có hay khơng tồn tác động phi tuyến vốn chủ sở hữu ổn định tài NHTM Việt Nam có, tìm ngƣỡng vốn chủ sở hữu tối ƣu mà mức độ ổn định tài NHTM Việt Nam cao (ii) so sánh thay đổi tác động tỷ lệ vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam sau thời kỳ khủng hoảng tài tồn cầu diễn vào giai đoạn 2008 – 2009 Để đạt đƣợc mục tiêu tổng quát, luận án tập trung giải mục tiêu cụ thể sau: - Đo lƣờng mức độ ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam giai đoạn 2008- 2016; - Nghiên cứu chiều hƣớng tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam; - Đo lƣờng đánh giá mức độ tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam; - Kiểm tra có hay không tồn tác động phi tuyến vốn chủ sở hữu ổn định tài NHTM Việt Nam có, tìm ta ngƣỡng vốn chủ sở hữu tối ƣu mà mức độ ổn định tài NHTM Việt Nam cao - So sánh thay đổi tác động tỷ lệ vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam sau thời kỳ khủng hoảng tài tồn cầu diễn vào giai đoạn 2008 – 2009 - Trên sở kết nghiên cứu, đề xuất giải pháp, kiến nghị nhằm gia tăng ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 1.4 Câu hỏi nghiên cứu Để đạt đƣợc mục tiêu nghiên cứu trên, luận án trả lời câu hỏi sau: - Mức độ ổn định tài NHTM Việt Nam giai đoạn 2008- 2016 nhƣ nào? - Các chiều hƣớng tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam sao? - Mức độ tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam bao nhiêu? - Có hay không tồn tác động phi tuyến vốn chủ sở hữu ổn định tài NHTM Việt Nam? có, ngƣỡng vốn chủ sở hữu tối ƣu cụ thể mà mức độ ổn định tài NHTM Việt Nam cao nhất? - Tác động tỷ lệ vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài NHTM Việt Nam sau thời kỳ khủng hoảng tài toàn cầu diễn vào giai đoạn 2008 – 2009 khác nhƣ nào? - Nhằm gia tăng ổn định tài chính, ngân hàng thƣơng mại Việt Nam cần thực giải pháp, kiến nghị nào? 1.5 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu Đối tƣợng nghiên cứu: tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam Phạm vi nghiên cứu: nghiên cứu tiến hành 24 NHTM cổ phần Việt Nam Nghiên cứu muốn bao quát hết NHTM Việt Nam nhiên liệu sử dụng để tính tốn biến số mơ hình nghiên cứu đƣợc lấy chủ yếu từ báo cáo tài ngân hàng đƣợc kiểm toán nên việc thu thập liệu bị hạn chế Cụ thể số liệu công bố báo cáo tài đƣợc kiểm tốn ngân hàng thƣơng mại hầu hết có có từ năm 2008 trở sau Do đó, tác giả chọn giai đoạn nghiên cứu từ năm 2008 đến năm 2016 với 24 NHTM Việt Nam Bên cạnh đề tài có xem xét giai đoạn khủng hoảng tài giới 2008- 2009 nên việc chọn giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2016 phù hợp xem xét đƣợc khủng hoảng 2008 - 2009 1.6 Dữ liệu phƣơng pháp nghiên cứu Dữ liệu nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng số liệu vi mô 24 NHTM Việt Nam bao gồm: ngân hàng TMCP Xuất Nhập Khẩu Việt Nam; ngân hàng TMCP Công thƣơng Việt Nam; ngân hàng TMCP Ngoại thƣơng Việt Nam; ngân hàng TMCP Đầu tƣ Phát triển Việt Nam; ngân hàng TMCP Sài Gịn Thƣơng Tín; ngân hàng TMCP Sài Gòn; ngân hàng TMCP Quân đội; ngân hàng TMCP Kỹ Thƣơng Việt Nam; ngân hàng TMCP Á Châu; ngân hàng TMCP Phát triển Nhà TP HCM; ngân hàng TMCP Quốc Dân; ngân hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội; ngân hàng TMCP Đông Nam Á; ngân hàng TMCP Quốc tế; ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vƣợng; ngân hàng TMCP Hàng Hải Việt Nam; ngân hàng TMCP Phƣơng Đông Việt Nam; ngân hàng TMCP Kiên Long; ngân hàng TMCP Nam Á; ngân hàng TMCP Việt Á; ngân hàng TMCP An Bình; ngân hàng TMCP Bản Việt; ngân hàng TMCP Dầu Khí; ngân hàng TMCP Tiên Phong Nguồn liệu: liệu đƣợc thu thập từ nguồn đáng tin cậy nhƣ: Ngân hàng Nhà nƣớc VN, Tổng cục thống kê VN (GSO), Báo cáo tài năm 24 NHTM Việt Nam Phƣơng pháp nghiên cứu Tác giả sử dụng phƣơng pháp định lƣợng dựa nghiên cứu Björn Imbierowicz Christian Rauch (2013), Jacob Oduor cộng (2017) nhằm xây dựng mơ hình thể tác động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam phần mềm Stata với liệu Panel Data Mơ hình nghiên cứu có dạng nhƣ sau: (1) Trong đó: số ổn định tài ngân hàng i thời gian t Xit biến độc lập đại diện cho vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng ngân hàng vector biến kiểm soát ảnh hƣởng đến ổn định tài ngân hàng, bao gồm biến vĩ mô lẫn vi mô ngân hàng Di,t biến giả đại diện cho giai đoạn khủng hoảng Mơ hình nghiên cứu đƣơc tác giả đề xuất sở nghiên cứu thực quốc gia giới Tác giả sử dụng hồi quy phổ biến là: Phƣơng pháp ƣớc lƣợng dành cho liệu bảng nhƣ tác động cố định (Fixed Effects), tác động ngẫu nhiên (Random Effects), Kiểm định Hausman phƣơng pháp để lựa chọn random effects hay fixed effects; Nếu mô hình đƣợc chọn có xảy tƣợng tự tƣơng quan hay phƣơng sai thay đổi qua thực thể, tác giả sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng bình phƣơng tối thiểu tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS) để khắc phục tƣợng Mơ hình đo tác động vốn chủ sở hữu lên rủi ro khả khoản Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam phần mềm Stata với liệu bảng (Panel Data) Bên cạnh phƣơng pháp ƣớc lƣợng trên, nghiên cứu thực hồi quy mô hình phƣơng pháp SGMM cho liệu bảng Phƣơng pháp SGMM phƣơng pháp cải tiến Arellano & Bond (1991) Blundell & Bond (1998) đƣợc sử dụng phổ biến ƣớc lƣợng liệu bảng động tuyến tính liệu bảng vi phạm tính chất HAC (heteroskedasticity and autocorrelation- phƣơng sai thay đổi tự tƣơng quan) Khi ƣớc lƣợng tuyến tính cổ điển mơ hình liệu bảng nhƣ FE (fixed effects), RE (random effects), LSDV (least squares dummy variable) khơng cịn ƣớc lƣợng hiệu quả, tin cậy, phƣơng pháp GMM phƣơng pháp thích hợp đƣợc lựa chọn sử dụng thay Nhằm kiểm định tính xác định ràng buộc, Hansen (1982) đƣợc sử dụng để kiểm định tính hợp lý cho biến công cụ Để kiểm định tự tƣơng quan bậc 2, sử dụng kiểm định Arellano-Bond.Các kiểm định độ tin cậy mơ hình đƣợc tác giả thực bao gồm: Kiểm định tự tƣơng quan phần dƣ: Theo Arellano & Bond (1991), ƣớc lƣợng GMM u cầu có tƣơng quan bậc khơng có tƣơng quan bậc phần dƣ Do vậy, kiểm định giả thuyết H0: khơng có tƣơng quan bậc Variable VIF 1/VIF banksize roe inf gdp npl cir loanta llp 1.33 1.25 1.23 1.12 1.11 1.10 1.08 1.02 0.750691 0.801947 0.814705 0.890429 0.903331 0.912241 0.923829 0.984787 Mean VIF 1.15 PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ HỒI QUY MƠ HÌNH FIXED EFFECTS MODEL Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 216 24 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.4413 between = 0.0002 overall = 0.1276 corr(u_i, Xb) = -0.1158 Std Err Coef size eqta ltd roe gdp inf cre _cons 0344532 2.769679 2197508 5075539 -2.425598 -.8579331 0375023 2.191053 0464373 2956981 0921098 2274639 3.34603 3085808 0241674 8565131 sigma_u sigma_e rho 39417623 22707848 7508227 (fraction of variance due to u_i) F(23, 185) = t 0.74 9.37 2.39 2.23 -0.72 -2.78 1.55 2.56 21.26 P>|t| = = lnz F test that all u_i=0: F(7,185) Prob > F 0.459 0.000 0.018 0.027 0.469 0.006 0.122 0.011 20.87 0.0000 [95% Conf Interval] -.0571615 2.186305 0380301 0587971 -9.02688 -1.466723 -.0101768 5012644 1260679 3.353053 4014715 9563107 4.175684 -.2491432 0851814 3.880842 Prob > F = 0.0000 RANDOM EFFECTS MODEL Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 216 24 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.4378 between = 0.0122 overall = 0.1549 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) lnz Coef Std Err z size eqta ltd roe gdp inf cre _cons 0421577 2.706427 279093 5815009 -3.173713 -.8791251 0220949 2.051852 0392833 300044 0920575 2372322 3.420091 3070083 0251745 7426391 sigma_u sigma_e rho 26361028 22707848 57403965 (fraction of variance due to u_i) 1.07 9.02 3.03 2.45 -0.93 -2.86 0.88 2.76 P>|z| 0.283 0.000 0.002 0.014 0.353 0.004 0.380 0.006 = = 130.03 0.0000 [95% Conf Interval] -.0348362 2.118351 0986636 1165342 -9.876967 -1.48085 -.0272461 5963056 1191516 3.294502 4595223 1.046467 3.529542 -.2773999 0714359 3.507397 HAUSMAN TEST Coefficients (b) (B) fe1 SIZE EQTA LTD ROE GDP INF CRE -.1533421 2.784412 3598966 -1.001225 5.068301 -1.323078 -1.072158 (b-B) Difference -.0582665 2.394527 359359 -1.037827 2.212541 -.9815084 -.761137 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -.0950756 3898853 0005377 0366015 2.85576 -.3415694 -.3110206 0914387 433441 0713883 2440212 2.257929 3590954 2800944 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 3.75 Prob>chi2 = 0.8086 MODIFIED WALD TEST Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lnz[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t] Estimated results: Var lnz e u Test: sd = sqrt(Var) 220037 0515631 06949 469081 2270751 2636096 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 261.37 0.0000 WOOLDRIDGE TEST Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 23) = 14.875 Prob > F = 0.0008 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef size eqta ltd roe gdp inf cre _cons 0182613 2.464614 3385358 7097366 -3.688005 -.9334238 -.1158166 2.57371 24 Std Err .0239508 5302192 0857626 4222151 3.682989 3443416 0728402 5295018 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z 0.76 4.65 3.95 1.68 -1.00 -2.71 -1.59 4.86 P>|z| 0.446 0.000 0.000 0.093 0.317 0.007 0.112 0.000 = = = = = 216 24 62.32 0.0000 [95% Conf Interval] -.0286814 1.425403 1704441 -.1177898 -10.90653 -1.608321 -.2585808 1.535905 0652041 3.503824 5066274 1.537263 3.53052 -.2585268 0269476 3.611514 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef size eqta eqta2 ltd roe gdp inf cre _cons 0419644 4.262651 -2.851388 3071051 7808059 -3.328564 -.8714559 -.1205175 1.990378 24 Std Err .0249983 9049482 1.552827 0821945 4114113 3.577966 3351736 0713157 5624984 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 z 1.68 4.71 -1.84 3.74 1.90 -0.93 -2.60 -1.69 3.54 P>|z| 0.093 0.000 0.066 0.000 0.058 0.352 0.009 0.091 0.000 = = = = = 216 24 85.73 0.0000 [95% Conf Interval] -.0070314 2.488985 -5.894873 1460068 -.0255455 -10.34125 -1.528384 -.2602937 8879015 0909602 6.036317 1920966 4682034 1.587157 3.684121 -.2145277 0192587 3.092855 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef size eqta eqta2 ltd roe gdp inf cre khunghoang _cons 030254 4.072566 -2.497539 3348959 9120701 -8.03854 -.6649901 -.0693354 -.1537518 2.461848 24 10 Std Err .0251462 8997567 1.560521 0817167 4097033 4.047036 3399631 0743565 0619094 5896103 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 z 1.20 4.53 -1.60 4.10 2.23 -1.99 -1.96 -0.93 -2.48 4.18 P>|z| 0.229 0.000 0.109 0.000 0.026 0.047 0.050 0.351 0.013 0.000 = = = = = 216 24 96.01 0.0000 [95% Conf Interval] -.0190317 2.309075 -5.556103 1747342 1090663 -15.97059 -1.331306 -.2150715 -.275092 1.306233 0795397 5.836056 5610254 4950576 1.715074 -.1064944 0013253 0764007 -.0324117 3.617463 Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef size eqta eqta2 ltd roe gdp inf cre khunghoangeqta _cons 0425786 4.568761 -1.729014 3538981 7877247 -6.752806 -.6729156 -.0646742 -1.13509 2.090462 24 10 Std Err .0247657 8960716 1.611795 0820256 4069262 3.775256 3367356 0740766 4127006 5578487 FIXED EFFECTS MODEL Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(9) Prob > chi2 z 1.72 5.10 -1.07 4.31 1.94 -1.79 -2.00 -0.87 -2.75 3.75 P>|z| 0.086 0.000 0.283 0.000 0.053 0.074 0.046 0.383 0.006 0.000 = = = = = 216 24 102.81 0.0000 [95% Conf Interval] -.0059612 2.812493 -4.888073 193131 -.009836 -14.15217 -1.332905 -.2098618 -1.943968 9970984 0911184 6.325029 1.430045 5146653 1.585285 6465601 -.012926 0805133 -.3262117 3.183825 xtreg lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 216 24 R-sq: Obs per group: = avg = max = 9.0 within = 0.3442 between = 0.0317 overall = 0.0015 corr(u_i, Xb) F(8,184) Prob > F = -0.4926 lnz Coef banksize llp loanta cir roe gdp npl inf _cons -.1650859 -.0134528 -.1356525 -1.13897 4476776 -5.012935 -4.148806 -1.110172 7.561158 0418999 2016315 2044858 3998413 3110988 3.86494 1.874085 3311887 6834501 sigma_u sigma_e rho 55489279 23584174 84699548 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(23, 184) = t -3.94 -0.07 -0.66 -2.85 1.44 -1.30 -2.21 -3.35 11.06 P>|t| = = 0.000 0.947 0.508 0.005 0.152 0.196 0.028 0.001 0.000 23.96 12.07 0.0000 [95% Conf Interval] -.2477518 -.4112597 -.5390909 -1.927833 -.1661019 -12.63823 -7.846266 -1.763587 6.212751 -.08242 3843541 2677859 -.3501069 1.061457 2.612362 -.4513473 -.4567562 8.909564 Prob > F = 0.0000 xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (24) = Prob>chi2 = 316.38 0.0000 xtserial lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 23) = 36.085 Prob > F = 0.0000 PHƢƠNG PHÁP BÌNH PHƢƠNG TỐI THIỂU TỔNG QUÁT KHẢ THI xtgls lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf, cor(ar1) panels(hetero) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = lnz Coef banksize llp loanta cir roe gdp npl inf _cons -.1032217 -.0112449 2536402 1321644 9313156 -7.680243 -4.836314 -.2859408 5.253815 24 Std Err .0308784 0867974 1874519 2470444 3104374 2.605883 1.295788 2125008 5874777 PHƢƠNG PHÁP GMM (0.7803) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 z -3.34 -0.13 1.35 0.53 3.00 -2.95 -3.73 -1.35 8.94 P>|z| 0.001 0.897 0.176 0.593 0.003 0.003 0.000 0.178 0.000 = = = = = 216 24 60.63 0.0000 [95% Conf Interval] -.1637423 -.1813647 -.1137588 -.3520337 3228695 -12.78768 -7.376012 -.7024347 4.10238 -.042701 158875 6210393 6163625 1.539762 -2.572807 -2.296617 1305531 6.405251 xtabond2 lnz l.lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf, gmm(roe, lag(2 3)) iv(banksize l.lnz cir loanta npl) two nol sm Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : nam Number of instruments = 18 F(9, 24) = 61.80 Prob > F = 0.000 lnz Coef Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 168 24 7.00 [95% Conf Interval] lnz L1 .0545457 0492743 1.11 0.279 -.0471514 1562427 banksize llp loanta cir roe gdp npl inf -.1224771 -2.21697 7041662 3.016098 4.289359 -7.096544 -3.666684 -1.064525 0577995 1.343885 3784957 1.281217 1.124326 3.237069 1.97384 2524065 -2.12 -1.65 1.86 2.35 3.82 -2.19 -1.86 -4.22 0.045 0.112 0.075 0.027 0.001 0.038 0.076 0.000 -.2417695 -4.990612 -.0770106 3717966 1.968865 -13.77753 -7.740489 -1.585467 -.0031848 5566725 1.485343 5.660399 6.609853 -.4155614 4071202 -.5435839 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(banksize L.lnz cir loanta npl) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3).roe Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.020 0.830 Prob > chi2 = 0.852 Prob > chi2 = 0.190 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(banksize L.lnz cir loanta npl) Hansen test excluding group: chi2(4) = 2.10 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 10.34 Prob > chi2 = 0.718 0.066 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(9) = 4.80 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(9) = 12.44 weakened by many instruments.) -2.32 0.21 xtabond2 lnz l.lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf khunghoang, gmm(roe, lag(2 3)) iv(banksize l.lnz cir loanta npl) two nol sm Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : nam Number of instruments = 18 F(10, 24) = 71.46 Prob > F = 0.000 lnz Coef Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 168 24 7.00 [95% Conf Interval] lnz L1 .0514644 0492398 1.05 0.306 -.0501616 1530904 banksize llp loanta cir roe gdp npl inf khunghoang -.1710579 -1.58318 2201793 2.209164 3.803015 -2.24637 -3.758318 -1.538221 -.1458208 0595984 1.555328 3954531 1.16478 1.012018 3.745266 1.865278 3362277 0578329 -2.87 -1.02 0.56 1.90 3.76 -0.60 -2.01 -4.57 -2.52 0.008 0.319 0.583 0.070 0.001 0.554 0.055 0.000 0.019 -.2940629 -4.793219 -.5959958 -.1948248 1.714312 -9.976219 -7.608063 -2.232161 -.2651821 -.048053 1.626859 1.036354 4.613152 5.891718 5.483479 0914258 -.8442813 -.0264595 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(banksize L.lnz cir loanta npl) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3).roe Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.097 0.763 Prob > chi2 = 0.890 Prob > chi2 = 0.178 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(banksize L.lnz cir loanta npl) Hansen test excluding group: chi2(3) = 1.27 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 10.17 Prob > chi2 = 0.735 0.070 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(8) = 3.62 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(8) = 11.45 weakened by many instruments.) -1.66 0.30 xtabond2 lnz l.lnz banksize llp loanta cir roe gdp npl inf nplkhunghoang, gmm(roe, lag(2 3)) iv(banksize l.lnz cir loanta npl) two nol s > m Favoring speed over space To switch, type or click on mata: mata set matafavor space, perm Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM Group variable: id Time variable : nam Number of instruments = 18 F(10, 24) = 34.49 Prob > F = 0.000 Number of obs Number of groups Obs per group: avg max Std Err t P>|t| = = = = = 168 24 7.00 lnz Coef lnz L1 [95% Conf Interval] 0316622 0520772 0.61 0.549 -.0758198 1391443 banksize llp loanta cir roe gdp npl inf nplkhunghoang -.183283 -1.640796 1144544 2.712727 4.325074 -2.584333 -4.899792 -1.88019 -10.47738 0622716 1.616858 4075005 1.065427 9431445 3.81374 1.832611 418922 3.764156 -2.94 -1.01 0.28 2.55 4.59 -0.68 -2.67 -4.49 -2.78 0.007 0.320 0.781 0.018 0.000 0.504 0.013 0.000 0.010 -.3118053 -4.977827 -.7265854 5137934 2.378519 -10.45551 -8.682115 -2.744802 -18.24622 -.0547608 1.696236 9554942 4.91166 6.271628 5.286838 -1.117469 -1.015577 -2.708549 Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(banksize L.lnz cir loanta npl) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(2/3).roe Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = Pr > z = 0.078 0.732 Prob > chi2 = 0.927 Prob > chi2 = 0.253 Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(banksize L.lnz cir loanta npl) Hansen test excluding group: chi2(3) = 1.35 Prob > chi2 = Difference (null H = exogenous): chi2(5) = 8.83 Prob > chi2 = 0.718 0.116 Sargan test of (Not robust, Hansen test of (Robust, but overid restrictions: chi2(8) = 3.11 but not weakened by many instruments.) overid restrictions: chi2(8) = 10.17 weakened by many instruments.) -1.76 0.34 PHỤ LỤC 3: DANH SÁCH CÁC NGÂN HÀNG TRONG MẪU NGHIÊN CỨU STT Tên Ngân hàng Tên Viết tắt NHTMCP An Bình ABB NHTMCP Á Châu ACB NHTMCP Đầu Tƣ Phát Triển Việt Nam BIDV NHTMCP Công Thƣơng Việt Nam - Vietinbank CTG NHTMCP Phát triển TP HCM HDB NHTMCP Kiên Long KLB NHTMCP Quân Đội MBB NHTMCP Hàng Hải – Maritimebank MSB NHTMCP Nam Á NAB 10 NHTMCP Quốc Dân NCB 11 NHTMCP Phƣơng Đông OCB 12 NHTMCP Xăng Dầu PGB 13 NHTMCP Sài Gòn SCB 14 NHTMCP Đơng Nam Á SEAB 15 NHTMCP Sài Gịn Cơng Thƣơng – Saigonbank SGB 16 NHTMCP Sài Gòn- Hà Nội SHB 17 NHTMCP Sài Gịn Thƣơng Tín - Sacombank STB 18 NHTMCP Kỹ Thƣơng Việt Nam - Techcombank TCB 19 NHTMCP Tiên Phong TPB 20 NHTMCP Việt Á VAB 21 NHTMCP Ngoại Thƣơng Việt Nam - VCB Vietcombank 22 NHTMCP Quốc Tế VIB 23 NHTMCP Bản Việt VIETCAPB 24 NHTMCP Việt Nam Thịnh Vƣợng VPB ... động vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Việt Nam; - Kiểm tra có hay khơng tồn tác động phi tuyến vốn chủ sở hữu ổn định tài NHTM Việt Nam có, tìm ta ngƣỡng vốn. .. thống sở phƣơng pháp luận vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng ổn định tài ngân hàng đồng thời phân tích tác động vốn chủ sở hữu rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng gắn với bối cảnh khủng hoảng tài. .. tác động chiều với rủi ro phá sản ngân hàng 2.6.3 Các nghiên cứu tác động rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng thƣơng mại Các nghiên cứu tác động rủi ro tín dụng đến ổn định tài ngân hàng